高技術產業(yè)創(chuàng)新效率、企業(yè)規(guī)模質量與政府補貼
——基于門檻模型的實證分析

徐 藝 ，李 健 ，2，劉亦文

（1.天津理工大學管理學院，天津 300384；2.天津大學管理與經(jīng)濟學部，天津 300072）

在我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)和構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的背景下，高技術產業(yè)作為戰(zhàn)略性產業(yè)，成為經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要抓手。歷經(jīng)幾十年的大力發(fā)展，我國高技術產業(yè)發(fā)展盡管取得了一系列可觀的成就，但與一些西方發(fā)達國家相比還存在一定差距。就全國范圍來看，高技術產業(yè)創(chuàng)新效率總體偏低，并且存在區(qū)域發(fā)展不平衡的問題，這些都是制約我國高技術產業(yè)進一步發(fā)展的瓶頸。為了促進高技術產業(yè)發(fā)展，我國政府投入的研發(fā)補貼逐年加大。但是有研究已經(jīng)證實，政府補貼對于企業(yè)創(chuàng)新效率的影響不一定是正面的，既存在激勵效應也存在擠出效應，政府補貼的作用效果可以受到多種因素的影響［1］。然而已有關于政府補貼和創(chuàng)新效率的研究中很少有考慮企業(yè)規(guī)模質量的影響，企業(yè)規(guī)模質量并非對于企業(yè)規(guī)模的簡單定量描述，而是更注重企業(yè)的發(fā)展質量，通過對規(guī)模閾值的突破實現(xiàn)企業(yè)規(guī)模變化從而實現(xiàn)企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新［2］。在不同的企業(yè)規(guī)模質量水平下，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響可能會有較大差異，探討其中的作用規(guī)律以及地域異質性很有必要。

1 文獻綜述與機理分析

1.1 高技術產業(yè)創(chuàng)新效率

現(xiàn)有關于高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的文獻主要涉及以下兩部分：一部分針對高技術產業(yè)創(chuàng)新率的評價研究，如Chen等［3］使用數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）從投入和產出兩個方面構建了高新技術產業(yè)技術創(chuàng)新效率評價指標體系，并對我國28個省份的高新技術產業(yè)效率進行分析與評價；劉鳳朝等［4］利用兩階段網(wǎng)絡DEA模型對我國東北三省不同產業(yè)間創(chuàng)新效率進行測度；陳凱華等［5］應用強化的Russell效率測度模型與單因素效率測度模型研究分析我國高技術產業(yè)各細分產業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的過程績效，認為多數(shù)產業(yè)處于高產出、低效益的不良發(fā)展趨勢。另一部分是關于高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響因素的研究，如張同斌等［6］通過構建空間面板模型研究發(fā)現(xiàn)，我國東部地區(qū)中心及外圍城市具有資源共享的優(yōu)勢，中部和西部由于缺乏政產學研合作機制，尚未形成良好的創(chuàng)新協(xié)同合作機制；桂黃寶［7］通過構建空間計量面板模型實證研究地理鄰近性、企業(yè)規(guī)模、勞動力、對外開放水平、資本投入和政府支持等因素對我國高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響。

1.2 企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新效率

部分文獻對于企業(yè)規(guī)模的度量存在不足，例如吳延兵［8］、Petruzzelli等［9］用企業(yè) R&D 投入來測量企業(yè)規(guī)模，缺乏考慮由企業(yè)規(guī)模變化而造成企業(yè)內外部環(huán)境發(fā)生的變化。近年來，部分學者從突破企業(yè)規(guī)模閾值的視角，從質的動態(tài)角度分析企業(yè)規(guī)模，并將其與產業(yè)創(chuàng)新升級相關聯(lián)。李宇等［2］基于企業(yè)規(guī)模閾值躍遷機理引入和界定企業(yè)規(guī)模質量概念，同時構建其基本測量維度。企業(yè)規(guī)模的擴展不僅包括企業(yè)R&D投入的增加還包括企業(yè)內部組織結構和企業(yè)外部環(huán)境的改善［10］，企業(yè)規(guī)模質量低下具體表現(xiàn)為隨著不斷增加企業(yè)創(chuàng)新投入，出現(xiàn)企業(yè)內部管理失效、結構冗余、投入產出不對稱等問題［11］。

現(xiàn)有以企業(yè)規(guī)模作為影響因素探討其與創(chuàng)新效率之間關系的研究頗為豐富，但對于何種企業(yè)規(guī)模作用機制最有效，國內外學者間的結論存在差異。自熊彼特創(chuàng)新理論假說提出以來，學術界研究結論大體分為大企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展優(yōu)勢論和小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展優(yōu)勢論兩類。近年來在新經(jīng)濟發(fā)展模式的背景下，學者不斷深入研究創(chuàng)新源的積累性，張峰等［12］學者提出企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新水平之間呈倒“U”型關系，即企業(yè)規(guī)模質量與創(chuàng)新效率之間呈非線性關系。王旭等［13］認為大規(guī)模企業(yè)擁有多樣化的資金支持方式，在債權融資、股權融資等方面有優(yōu)勢。Simonen等［14］認為小規(guī)模企業(yè)比大規(guī)模企業(yè)更具有創(chuàng)新性，創(chuàng)新激勵機制更靈活，簡單的企業(yè)結構在避免形成官僚體制的同時使得企業(yè)內部合作更有效。夏靚瑩等［15］認為擴大企業(yè)規(guī)模不利于企業(yè)家管理，逆向驗證了企業(yè)規(guī)模和創(chuàng)新效率負相關關系。

1.3 政府補貼與創(chuàng)新效率

政府補貼和創(chuàng)新效率的關系歸納為以下3類。一是促進作用，范允奇等［16］認為政府R&D補貼有助于正向調節(jié)腐敗與創(chuàng)新效率之間的關系；Guan等［17］認為政府主要通過財政補貼和稅收優(yōu)惠兩種方式從宏觀經(jīng)濟調控的角度激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新；Cannone等［18］認為政府傾向于補貼杠桿企業(yè)。二是抑制作用，徐敏等［19］認為長江經(jīng)濟帶市場資本相對完善，政府補貼作為干預手段，易加劇產業(yè)間惡性競爭；戴一鑫等［20］認為研發(fā)補貼與國企和民企創(chuàng)新績效之間分別產生研發(fā)補貼詛咒效應和低創(chuàng)新傾向效應，從而對企業(yè)創(chuàng)新效率的提升均形成抑制效應。三是非線性作用，康志勇［21］認為只有科技創(chuàng)新資助處于合適規(guī)模區(qū)間才有益于企業(yè)新產品創(chuàng)新；張帆等［22］認為政府R&D補貼與企業(yè)創(chuàng)新效率之間存在雙拐點的倒“U”型關系。

綜上所述，當前鮮有針對政府補貼和高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的關系是否受到企業(yè)規(guī)模質量影響的研究，且大多文獻均基于全國省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，缺乏驗證區(qū)域差異性。因此，本文運用超效率SBM模型評價我國不同區(qū)域高技術產業(yè)創(chuàng)新效率，并在此基礎上以企業(yè)規(guī)模質量作為門檻變量，研究政府補貼、企業(yè)規(guī)模質量與高技術產業(yè)創(chuàng)新效率之間的關系。

1.4 研究機制

高技術創(chuàng)新活動的高風險性和外部性容易造成市場失靈，為政府介入提供了理論基礎。政府補貼對高技術企業(yè)創(chuàng)新產出一方面有積極影響：（1）政府補貼作為高技術企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的資金投入，有效緩解企業(yè)的資金壓力，從而降低企業(yè)創(chuàng)新活動的經(jīng)濟風險；（2）高技術企業(yè)常因信息不對稱而受到融資約束，而政府補貼作為一種政府行為，可以給外界釋放積極信號，有效緩解該局面；（3）企業(yè)在研發(fā)活動的初期往往需要將大部分政府補貼用以大量引進高素質人才、先進技術設備、高水平研發(fā)技術等，而這些活動具有一定集聚和溢出效應，長遠來看反而會降低創(chuàng)新成本。另一方面也產生了消極影響：（1）企業(yè)過分依賴于政府補貼，減少企業(yè)自有投資和其他外部研發(fā)資金，同時受利潤最大化的驅使，企業(yè)會減少投資創(chuàng)新資源成本高的研發(fā)活動，而將政府補貼另作他用；（2）企業(yè)以完成政府考核績效為根本目的，而不是從實質上提高創(chuàng)新效率。企業(yè)為獲得更多政府補貼，與政府建立尋租關系，削弱企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新動機；（3）政府補貼偏國有化，國有企業(yè)較民營企業(yè)更易獲得政府補貼，且政府和企業(yè)之間可能會存在信息不透明的現(xiàn)象，部分企業(yè)通過造假的方式獲得政府補貼，造成資金錯配，嚴重抑制市場資源的合理分配。

企業(yè)規(guī)模質量定義為促進處在不同技術創(chuàng)新階段的企業(yè)規(guī)模改善，常用來描述由企業(yè)規(guī)模引起的企業(yè)內部組織關系和外部市場環(huán)境的變化。以突破企業(yè)規(guī)模閾值作為企業(yè)規(guī)模的升級標準，主要需要經(jīng)歷3個階段：一是突破積累閾值，此階段企業(yè)集中程度差，難以保證創(chuàng)新資源集聚，創(chuàng)新產出難以形成規(guī)模經(jīng)濟，因此需要不斷加大對R&D的投入，發(fā)揮創(chuàng)新的積累效應；二是突破改善閾值，此時企業(yè)人才引進機制完善，新產品銷售收入處于領先水平，但對核心技術掌握不足，因此創(chuàng)新效率提升的關鍵是改善R&D投入的使用效率以及增加非R&D投入，即提升引進及消化吸收先進技術能力；三是突破回歸閾值，處于此階段的企業(yè)，其技術的市場價值開發(fā)殆盡，遇到技術的發(fā)展瓶頸，為發(fā)揮回歸效應，使企業(yè)創(chuàng)新軌道回歸到前兩種規(guī)模閾值待突破的階段，應積極開展知識富集的創(chuàng)新活動，將傳統(tǒng)產業(yè)和先進產業(yè)融合或以新思路蘊蓄知識能量形成二次創(chuàng)新。

2 研究設計

2.1 模型設定

本文首先運用動態(tài)系統(tǒng)廣義矩估計方法（GMM）構建如下模型：

其次，參考Hansen［23］提出的門檻回歸模型，設定門檻模型基本方程如下：

式（2）中：γ為門檻值；I(·)為指示性函數(shù)，滿足門檻效應時取1，否則取0。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文以我國28個省份（未含西藏、新疆、青海以及港澳臺地區(qū)）2010—2020年的面板數(shù)據(jù)作為樣本，并將其劃分為東部和中西部兩大區(qū)域，其中東部區(qū)域包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省份；中西部區(qū)域包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、和廣西等17個省份。數(shù)據(jù)主要來自于歷年《中國高技術產業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，鑒于指標選取的科學性、可比性、可得性原則，為消除價格因素對創(chuàng)新效率的影響，新產品銷售收入、國外技術引進經(jīng)費支出、國內技術改造經(jīng)費支出均用地區(qū)生產總值（GDP）平減指數(shù)進行價格調整，對流量數(shù)據(jù)均用永續(xù)盤存法進行資本化處理。

2.3 變量選取

2.3.1 被解釋變量

本文選擇采用規(guī)模報酬可變的超效率SBM-DEA模型測算出的高技術產業(yè)創(chuàng)新效率作為被解釋變量，并構建高技術產業(yè)創(chuàng)新效率評價指標體系如表1所示。

表1 高技術產業(yè)創(chuàng)新效率評價指標體系

（1）投入端。研發(fā)創(chuàng)新活動投入通常包括人員和資金兩方面的投入。人員有效保障高技術企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，選取R&D人員全時當量衡量人員投入，即全時工作人員和非全時工作人員將工作量按全時進行折算后加總數(shù)。用R&D經(jīng)費內部支出衡量研發(fā)活動資金投入，包括科研項目直接費用以及管理和服務等間接費用。資金投入的創(chuàng)新產出通常具有時滯性，不僅局限于當期，故本文選取R&D經(jīng)費內部支出存量衡量資金投入，參考謝子遠等［24］的做法，利用永續(xù)盤存法將R&D經(jīng)費內部支出轉化為資本存量。具體公式如下：

其中，研發(fā)經(jīng)費內部支出存量初期值為：

式（4）中：g代表R&D經(jīng)費內部支出的年均增長率。

此外，研發(fā)經(jīng)費指數(shù)參考李作志等［25］的研究，計算公式如下：

研發(fā)經(jīng)費指數(shù)=固定資產投資指數(shù)×46%+居民價格消費指數(shù)×54% （5）

（2）產出端。高技術產業(yè)產出過程分為兩階段：第一階段是知識和技術的產出，本文采用申請專利數(shù)表征該階段的創(chuàng)新產出水平；第二階段為將知識和技術轉換為新產品或賦予市場價值，本文以新產品銷售收入衡量研發(fā)成果的產業(yè)化效益。

2.3.2 核心解釋變量

政府補貼。借鑒周珊珊等［26］的做法，選用R&D經(jīng)費內部支出中政府資金所占比值來衡量政府補貼情況。

2.3.3 門檻變量

企業(yè)規(guī)模質量。為準確衡量企業(yè)規(guī)模質量水平，借鑒李宇等［2］對企業(yè)規(guī)模質量概念的界定及測量維度，從R&D投入、非R&D投入、知識能量3個維度構建企業(yè)規(guī)模質量的評價指標體系（見表2）；同時，運用因子分析法對與企業(yè)規(guī)模質量相關的11個指標進行降維處理，每年提取3個主成分因子，要求其累計方差貢獻率超過85%，在此基礎上利用回歸法估計得分系數(shù)，以方差貢獻率作為權重，由此得到企業(yè)規(guī)模質量綜合得分。為避免負值的出現(xiàn)，將企業(yè)規(guī)模質量綜合得分均進行加1處理。

表2 企業(yè)規(guī)模質量評價指標體系

2.3.4 控制變量

本文選取人員素質、市場開放程度、產業(yè)結構化水平、金融集聚度作為控制變量，如表3所示。許澤寧等［27］研究已經(jīng)證實，高素質人才規(guī)模可以直接影響某地區(qū)的創(chuàng)新發(fā)展，本文用本科及以上學歷人員數(shù)占總從業(yè)人員數(shù)的比重來衡量人員素質水平；市場開放程度參考廖福崇［28］的做法，用進出口總額占GDP比值來衡量；產業(yè)結構水平可以反映某地區(qū)各產業(yè)間的資源配置情況和協(xié)調程度，本文參考陳駿等［29］、薛陽等［30］研究，用第三產業(yè)產值占GDP比值來表征；金融集聚度反映地區(qū)金融信息溝通速度和資金流動效率，借鑒秦放鳴等［31］研究，采用區(qū)位熵測度金融集聚程度，當區(qū)位熵大于1時說明資金集聚效果明顯，資金聚攏能力強；區(qū)位熵小于1說明金融集聚能力弱，不方便資源共享。具體公式如下：

式（6）中：Aggjt、Finjt和Gdpjt分別表示j地區(qū)t時期的金融業(yè)集聚度、金融業(yè)增加值和國內生產總值；Fint和Gdpt分別表示t時期的金融業(yè)增加值和國內生產總值。

各變量名稱及定義如表3所示。

表3 變量名稱及定義

3 實證分析

3.1 GMM模型實證結果

GMM模型估計結果如表4所示。政府補貼的估計值在1%顯著性水平上為正，表明政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率有著顯著的促進作用；人員素質、市場開放程度、產業(yè)結構水平和金融集聚度對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率也表現(xiàn)出正向的促進作用。GMM模型的實證結果通過了Arellano-Bond序列相關檢驗Hansen檢驗和F檢驗，表明該模型的設置有效。

表4 GMM模型估計結果

表4（續(xù)）

3.2 面板門檻模型實證結果

本文采用面板門檻模型進一步驗證政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響是否隨企業(yè)規(guī)模質量水平而變化。首先采用Bootstrap重復自抽樣方法確定是否存在門限效應，若存在，再進一步確定門檻值個數(shù)和閾值，檢驗結果如表5所示。當以企業(yè)規(guī)模質量為門檻變量時，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響存在門檻效應，在全國存在雙重門檻效應，在東部省份存在單一門檻效應，在中西部省份存在雙重門檻效應，對應的門檻回歸估計值和95%的置信區(qū)間如表6所示。

表5 門檻顯著性檢驗結果

表6 門檻估計值及置信區(qū)間

表6（續(xù)）

基于門檻存在性檢驗結果，以企業(yè)規(guī)模質量為門檻變量實施門檻回歸分析，結果如表7所示。在不同企業(yè)規(guī)模質量影響下，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的作用具有非線性特征，且表現(xiàn)出區(qū)域差異性。在全國層面，當企業(yè)規(guī)模質量低于門檻值0.300時，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的估計系數(shù)為正顯著，表明有較強的正向影響作用；當企業(yè)規(guī)模大于0.300時，政府補貼系數(shù)顯著為正而且系數(shù)隨著門檻閾值的提高明顯減小。在東部區(qū)域層面，當企業(yè)規(guī)模質量低于門檻值0.950時，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率具有較顯著的正向影響；但當企業(yè)規(guī)模質量跨過門檻值后，政府補貼的系數(shù)估計值為負顯著，說明隨著高技術企業(yè)規(guī)模質量的提高，政府補貼對東部區(qū)域高技術產業(yè)創(chuàng)新效率起到先促進后抑制的影響。在中西部區(qū)域層面，當企業(yè)規(guī)模質量未達到0.700時，政府補貼的系數(shù)估計值為0.647且在1%的統(tǒng)計水平上顯著；在企業(yè)規(guī)模質量在0.700與0.880之間時，政府補貼的估計系數(shù)升至1.257且顯著；在企業(yè)規(guī)模質量跨過0.880后，政府補貼的估計系數(shù)降至0.152，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明隨著高技術企業(yè)規(guī)模質量的提高，政府補貼對中西部區(qū)域高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響先增強后減弱。對于控制變量，不管是在全國、東部省份還是中西部省份，人員素質、市場開放程度和產業(yè)結構水平對于高技術產業(yè)創(chuàng)新效率都有著顯著的正向影響；但是，金融集聚對不同區(qū)域高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響有著明顯不同，其中對全國和中西部省份的高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響系數(shù)為負且不顯著，對東部省份高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的估計系數(shù)為正顯著。

表7 門檻模型回歸結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗門檻效應結果的穩(wěn)健性，本文借鑒陳景帥等［32］的方法，在面板門檻模型中添加虛擬變量，通過假設政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的非線性影響，然后引入政府補貼（Gov）的二次項進行檢驗。公式如下：

穩(wěn)健性檢驗結果如表8所示，表明GMM模型估計結果是合理有效的。模型中的二次項系數(shù)和一次項系數(shù)均顯著，驗證了政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率存在非線性影響，進一步證實了門檻效應結果的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果

4 結論與啟示

本文主要得出以下幾點結論：第一，當以企業(yè)規(guī)模質量為門檻變量時，政府補貼、企業(yè)規(guī)模質量與高技術產業(yè)創(chuàng)新效率之間存在顯著的門檻效應，對于不同的地區(qū)門檻效應的程度存在差異，其中對全國和中西部地區(qū)具有雙門檻效應，東部地區(qū)具有單門檻效應。第二，在不同企業(yè)規(guī)模質量區(qū)間內，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的影響效果不同。對于全國省份，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率起到了顯著的正向影響作用，但隨著企業(yè)規(guī)模質量閾值的提高作用效果遞減。對于東部省份，隨著企業(yè)規(guī)模質量閾值的提高，政府補貼的影響效果呈現(xiàn)出先促進后抑制的非線性特征。對于中西部省份，政府補貼對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率呈現(xiàn)先增強后減弱的倒“U”型特征。

基于上文的研究結論，本文提出以下建議：首先，在促進科技創(chuàng)新方面，政府不能只是簡單地“一刀切”式地提高對企業(yè)的補貼數(shù)量，而忽視企業(yè)規(guī)模對補貼效果的限制。其次，政府應提高補貼的精準度，針對在不同地區(qū)的不同規(guī)模的企業(yè)實施差異化動態(tài)化的補貼策略，從而提高政府補貼的效率。最后，在促進科技創(chuàng)新方面，政府除了對企業(yè)進行補貼之外，也要關注其他因素對高技術產業(yè)創(chuàng)新效率的促進作用，諸如對本地區(qū)從業(yè)人員素質、產業(yè)結構和市場開放程度等方面質量的提高。